目 錄 中英文摘要 _ 1 一、前言 _ 2 (一 )基本概念界定 _ 2 _ 2 _ 2 (二 )國內外研究進展 _ 2 _ 2 _ 2 二、研究區(qū)概況 _ 4 三、 蘇州市 地區(qū)經(jīng)濟增長的分析 _ 5 (一 ) 蘇州 相關性分析 _ 5 (二 ) 平穩(wěn)性檢驗 _ 7 1. 列的單位根檢驗結果 _ 7 2. 列的單位根檢驗結果 _ 9 (三 )協(xié)整檢驗的結果 _ 11 (四 )格蘭杰因果關系檢驗的結果 _ 12 (五 )誤差修正模型 _ 13 四、 結論與討論 _ 13 (一 )模型結論 _ 13 (二 )政策建議 _ 14 參考文獻 _ 15 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 1 蘇州市 外 商 直接投資與地區(qū)經(jīng)濟增長 的分析 經(jīng)濟學院 統(tǒng)計 051 班 2070405106 關羽茜 指導老師： 李昌峰 中英文摘要 摘要 : 上世紀 90 年代以來，蘇州吸引了大量外商直接投資 ( 外資對蘇州經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了越來越重要的影響。 本文 基于 1990 2007 年 蘇州外商 直接投資和地區(qū)生產(chǎn)總值 ( 時間序列數(shù)據(jù) ，對 兩者 進行相關性分析 ，利用 單位根檢驗、 協(xié)整 檢驗 和格蘭杰因果 關系 檢驗 等 計量檢驗方法 ，建立誤差修正模型 ，得出 以下結論 ： 蘇州外商直接投資和地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在正向相關關系、雙向的因果關系和長期穩(wěn)定的均衡關系 。文章最后根據(jù)蘇州的實際情況 ，提出了具有可操作性的 政策 建議。 關鍵詞 :外商直接投資 ； 經(jīng)濟增長 ； 格蘭杰 因果關系 檢驗 ；誤差修正模型 in a 990s, a in of DI by as on 1990DI DP of At on to on of ； 京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 2 一、前言 (一 ) 基本概念界定 外商直接投資 (又稱為對外直接投資、國際直接投資，是指外國企業(yè)和經(jīng)濟組織或個人 (包括華僑、港澳臺胞以及我國在境外注冊的企業(yè) )按我國有關政策、法規(guī)，用現(xiàn)匯、實物、技術等在我國境內開設外商獨資企業(yè)，與我國境內的企業(yè)或經(jīng)濟組織共同舉辦中外合資經(jīng)營企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)或合作開放資源的投資 (包括外商投資收益的再投資 )，以 及政府有關部門批準的項目投資總額內企業(yè)從境外借入 的資金 1。 一般認為，經(jīng)濟增長是指一國總產(chǎn)出的持續(xù)增長，即實際社會總產(chǎn)值、實際國民 (內 )生產(chǎn)總值和實際國民收入的持續(xù)增長以及人均產(chǎn)值與實際人均國民收入的持續(xù)增長 2。 (二 ) 國內外研究進展 部分 國外 學者認為 如 3對澳大利亞、4對加拿大、 5對墨西哥的研究均發(fā)現(xiàn) 在開放 經(jīng)濟條件下，要素稟賦不占優(yōu)勢的國家 (地區(qū) )或企業(yè)可以通過國際要素的引進和聚集實現(xiàn)經(jīng)濟的快速增長6。 還有一部分國外學者經(jīng)過調查研究，認為 經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。 合時間序列和橫截面序列 研究 發(fā)展中國家 的情況 ，考察了 其1950 1973 年直接投資對經(jīng)濟增長的影響， 得出結論 ： 外商直接投資對經(jīng)濟增長沒有明顯的作用 7。 歐洲國家、 委內瑞拉 、 摩洛哥制造業(yè)以及制造業(yè)的研究發(fā)現(xiàn) 東道國的生產(chǎn)率提高沒有起到推動作用 8 。 （ 1）定性分析 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 3 從定性分析角度研究 研究 相對較少。其中 張曉紅、唐建榮從江蘇省外商直接投資的總量和結構分析入手，首先剖析了當前江蘇省利用 后分析了江蘇省利用 后對江蘇省今后引進外商直接投資提出了一系列政策建議 9。沈桂龍、于蕾研究外商直接投資在對中國經(jīng)濟發(fā)展日益凸顯的負面效應 ， 并就外資引入問題提出了一系列政策建議10。 （ 2）定量分析 一部分學者通過建立計量經(jīng)濟模型，利用 驗證 如，王新 根據(jù)哈羅德 11。趙晉平在定性和定量分析外資流入的直接經(jīng)濟效果的基礎上，建立描述外資與我國 外資流入與經(jīng)濟增長的關系進行了計量分析 12。李靜萍利用協(xié)整和誤差修正模型對經(jīng)濟全球化與中國經(jīng)濟增長的關系進行了分析 13。 沈坤榮利用多元滯后分布模型對 1979 1999年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行了經(jīng)濟計量檢驗 14。任永菊、張巖貴以阿爾佛羅模型為基礎 ， 對我國金融市場如何影響 了綜合性計量分析 15。 對一個地區(qū)而言 ,關于外商直接投資對經(jīng)濟增長貢獻的研究主要有 : 王新燕、張偉對云南省進出口、 經(jīng)濟增長的關系進行了計量分析 16。 方勇，張二震從實證的角度，用計量分析的方法測算長江 三角洲 地區(qū)改革開放 20 年以后外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構調整和產(chǎn)業(yè)積聚之間的相互關系及相互影響的方向及程度 17。丁明智 利用協(xié)整理論對江蘇外商直接投資與國內生產(chǎn)總值的關系進行計量分析 18。 毛廣雄等根據(jù)經(jīng)濟增長的源泉主要有資本、勞動力和技術構造了一個涵蓋 生產(chǎn)函數(shù)， 以此 分 析 上海經(jīng)濟 增長的影響 19。祖強、孫軍利用單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗對外商直接投資與江蘇經(jīng)濟增長之間的關系進行實證分析 20。 諶黎 根據(jù) 1990江蘇省 時間序列數(shù)據(jù)分析，采用線性回歸分析方法研究 江蘇省經(jīng)濟增長之間的關系 21。張敏利用長江三角洲地區(qū)有關城市的數(shù)據(jù)，應用空間經(jīng)濟計量模型，檢驗了外商直接投資的分布與城市特征的相關性 據(jù)新近的數(shù)據(jù)，建立了長江三角洲地區(qū) 33 個城市外商直接投資分布的經(jīng)濟計量模型，并應用該模型對該地區(qū) 33 個城市影響外商直接投資的因素進行了計量分析 22。南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 4 徐曉虹 利用 1983時間序列，分 2 個時段就外商直接投資對浙江經(jīng)濟增長的 短期效應和長期效應進行實證分析 23。戴魁早利用協(xié)整檢驗、 果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解等主流計量方法，對中部地區(qū)的外商直接投資與經(jīng)濟增長之間的關系進行檢驗 24。 另外一部分學者則把影響我國經(jīng)濟增長的 微觀 因素作為中間變量，如市場結構、人力資本、技術等，間接地研究 我國經(jīng)濟增長的關系。例如黃華民對外商直接投資與我國實質經(jīng)濟的關系進行了實證分 析 25。 張紀康對外商直接投資的市場結構效應進行了研究 26。 周淑景對外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構的影響進行了研究 27。 牛勇平通過建立模型，對國際直接投資與我國就業(yè)量之間的關系進行了實證分析 28。 竇祥勝則從研究國際資本流動對資本、技術、人力資本的制度等經(jīng)濟增長因素的結構變遷的影響，進而實證分析 經(jīng)濟增長的作用 29。 學者的實證研究中，有兩點不足。一是采用的數(shù)據(jù)資料一般是從 1978 年開始的 ,但是 1990 年以前我國外商直接投資占國內生產(chǎn)總值的比重 很低 ，外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響力度比較弱。 加之 改革開放初，我國的統(tǒng)計指標、統(tǒng)計方法很不完善，因此，對 1978間的 據(jù)進行分析是沒有必要的，甚至會對結果產(chǎn)生誤導；二，國內學者的研究主要集中于 我國 或各省 經(jīng)濟發(fā)展的關系，由于中國幅員遼闊，各個 城市 在吸引 經(jīng)濟發(fā)展方面有很大差異。因此，我以蘇州市為研究對象，結合 1990 年到 2007 年的有關數(shù)據(jù)，應用協(xié)整方法和格蘭杰因果關系檢驗 ，建立誤差修正模型 ，就 蘇州經(jīng)濟發(fā)展之間的長期均衡關 系以及相應的短期偏離調整機制進行實證分析。 二 、 研究區(qū)概況 二十世紀 80 年代中期，蘇州成立了 首家外商投資企業(yè) 。此后， 蘇州利用外資 規(guī)模不斷擴大，質量和水平也得到了顯著的提升 。 隨著 蘇州經(jīng)濟結構的調整和城市 建設步伐的加快 ，外商直接投資 發(fā)展速度持續(xù)而穩(wěn)定。 根據(jù) 2008 年 蘇州市財政局公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù) 分析總結， 蘇州利用外資的歷史過程主要包括起步摸索階段、快速增長階段和量質同步提升三個階段： 1984，社會 主義 市場經(jīng)濟確立， 對外開放 程度加深 ，國際產(chǎn)業(yè)資本開始轉移，此階段年均吸收外資 5 億美元左右； 1993為 外資 快速增長階段，在這個階段中，依靠上海為龍頭，南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 5 蘇州利用外資快速增長 。 同時，國際產(chǎn)業(yè)資本 轉移進入一個更快速的階段。在這個階段 中，蘇州實際利用外資約 170 億美元，但是引進的項目 多數(shù) 屬于科技含量不高的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，且重復引進的項目較多 ； 2001 年至今為量質同步提升階段，蘇州的利用外資規(guī)模迅猛增長，平均每年利用合同外資 100 億美元以上，2006 年超過 150 億美元，位列全國第一，實際利用外資連續(xù)四年突破 50 億美元，截至 2006 年底，有 113 家世界 500 強跨國公司落戶蘇州 。 近兩年來， 隨著 蘇州引資政策的調整， 全市的 政治、 經(jīng)濟形勢得 到 持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展 。 三 、 蘇州市 (一 ) 蘇州 主要采用兩個指標 :國內生產(chǎn)總值 (外商直接投資 （ (表 1)。 由于1990年之前的外商直接投資相當少，所以 選取 1990一 2007年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間 。為了減少偏差，考慮了各年人民幣對美元的平均匯價，將當年的 表 1是 蘇州市 有關的經(jīng)濟數(shù)據(jù) ,圖 1為 蘇州市 1981 表 1 1990一 2007年 蘇州 位 :億元人民幣 ) 年份 份 990 999 991 000 992 001 993 002 994 003 995 004 3450 996 005 997 006 998 007 京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 6 資料來源：根據(jù)各年 蘇州 統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理計算得到。 01002003004005006000 1000 2000 3000 4000 5000 60001990億元人民幣）1990元人民幣）圖 1 蘇州市 1990圖 1 中各散點在擬合線兩邊均勻分布 ,圖形擬合 較 好?？梢?,兩個變量線性正相關 。 通過 結果見表 2)。 表 2 1 從表 2中可以看出，即 明兩者有較強的相關性，即 蘇州市 吸收和實際利用的外商直接投資與 蘇州市 生產(chǎn)總值之間具有正向相關關系 。為確立 進行線形回歸分析，建立二者的回歸方程。為消除可能的異方差，故對 出新的變量序列，分別記為 3)。 表 3 1990一 2007年 蘇州市 單位 :億元人民幣 ) 年份 份 990 999 991 000 京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 7 1992 001 993 002 994 003 995 004 996 005 997 006 998 007 用表 3的數(shù)據(jù)，進行回歸分析，得到如下回歸方程 : F D I*5 8 8 G D P (1) )( 1 式 (1)表明 : 在正相關關系，即外商直接投資每增長 1%，就會帶來國內生產(chǎn)總值 增長，且模型的擬合優(yōu)度比較高。 F 程通過顯著性檢驗， 數(shù)和 常數(shù)項分別達到 別通過 t 檢驗。不足的是 表明隨機誤差項存在一階正相關。對此格蘭杰與紐博爾德曾給出一個經(jīng)驗規(guī)則，即 當 2R 大于 回歸”，為此必須對上述時間序列作平穩(wěn)性 檢驗。 (二 ) 平穩(wěn)性檢驗 時間序列的平穩(wěn)性是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間序列的推移而發(fā)生變化。其原理是對某一時間序列 Y?？梢越⒒貧w方程： n 1i n,.,2,1(， 假設檢驗： 0: ； 0: 在回歸結果中，根據(jù)一定顯著性水平下的 界值。如果參數(shù)估計顯著地不為零，則不存在單位根，說 明時間序列是平穩(wěn)的；否則，是不平穩(wěn)的。 1. 驗 結果 采用 列進行單位根檢驗，首先確定有無趨勢、常南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 8 數(shù)項以及滯后期數(shù)。一般的順序是 :先選含趨勢項和常數(shù)項的檢驗，如果趨勢項的 再選只含常數(shù)項的，如果常數(shù)項的 選擇常數(shù)項和趨勢項均不包括的一項。滯后期的確定主要是根據(jù) 來對方程中的滯后期數(shù)選擇提供指導，它是在殘差平方和的基礎上進行的。在特 定條件下，可以通過選擇使 際運用時也要求 30。針對 列進行單位根檢驗時我們先選含趨勢項和常數(shù)項，滯后期經(jīng)過對 定為 3，檢驗結果如 表 4所示 : 表 4 用 % % 0% of of a D(05/06/09 15:41 1994 2007 14 1) (1) (2) D(3) 990) 京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 9 of um og 檢驗結果輸出窗口中，可以看出 絕對值小于于 1%顯著水平下的臨界值 ， 因此不能拒絕非 平穩(wěn) 和存在單位根的假設，得出列是非 平穩(wěn) 的序列。此時 趨勢項 的 于在顯著水平為5%水平下的 以 趨勢項 存在。由于 列非 平穩(wěn) ，應該繼續(xù)對 一階差分序列 _1行單位根檢驗 。經(jīng)計算， 確定 無趨勢項， 無常數(shù)項，滯后階數(shù)為 3，單位根檢驗結果如 表 5所示 絕對值明顯大于不同檢驗水平的三個臨界值的絕對值，所以拒絕存在單位根的原假設， _1列為平穩(wěn)序列。因此， (1) ，為一階單整序列。 表 5 一階差分序列 _1單位根檢驗結果 % % 0% . 同樣根據(jù) 列進行單位根檢驗 。 通過 確定 滯后階數(shù)為 5， 進行 單位根檢驗，結果如 表 6所示 。 絕對值小 于 5%顯著水平的臨界值，所以 也 不能拒絕非 平穩(wěn)與 存在單位根的假設，得出 列是非 平穩(wěn) 序列 且有趨勢項和常數(shù)項。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 10 表 6 單位根檢驗 % % 0% of of a D(05/10/09 13:25 1996 2007 12 1) (1) (2) (3) (4) (5) 990) of um og 續(xù)對 一階差分序列 _1行單位根檢驗 ， 通過判斷得到無趨勢項，有常數(shù)項，滯后階數(shù)為 3， 檢驗結果如 表 7所示 。 此時 于 5%水平的臨界值，所以 _1列為平穩(wěn)序列， )1(I 為南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 11 一階單整序列。 表 7 一階差分序列 _1單位根檢驗結果 % % 0% 過整理，得到各序列的單位根檢驗結果，如表 8所示 。 水平序列都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列 都是 是平穩(wěn)的，即 為 一階單整序列，滿足協(xié)整分析的前提。 表 8 變量 檢驗 形式 臨界值 檢驗結果 C,T,3) 平穩(wěn) 0,0,3) 穩(wěn) C,T,5) 平穩(wěn) C,0,3) 穩(wěn) 注 :檢驗形式 (C， T， K)分別表示 檢驗 是否包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，加人滯后階數(shù)是為了使隨機誤差項為 白 嗓聲 。 (三 ) 協(xié)整檢驗的結果 筆者采用了 E 一 G 兩步法對變量進行協(xié)整檢驗 ,用變量 變量 乘回歸，可以輸出回歸方程如下所示 : F D I*5 8 8 G D P (2) )( 1 可決系數(shù) R 較高 ，且各統(tǒng)計量也都分別通過了 檢驗。綜上 ,方程的回歸結果比較理想。 此時 系統(tǒng)會自動生成殘差，我們令殘差序列為 殘差項進行單位根檢驗，滯后期為 1， 有 常數(shù)項和趨勢項。結果如 表 9所示 : 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 12 表 9 對殘差序列 % % 0% 計量為 其絕對值 大于三個顯著水平下的臨界值的絕對值，得出殘差序列為平穩(wěn)序列，可以說明 間具有協(xié)整關系，即外商直接投資 和蘇州市 的經(jīng)濟增長具有共同的增長趨勢，保持著長期穩(wěn)定的均衡關系。 (四 ) 格蘭杰因果關系檢驗的結果 格蘭杰因果關系檢驗實際上是建立在兩個變量回歸的基礎上，所以在進行檢驗前都應考察序列的平穩(wěn)性。而在對 非平穩(wěn)序列進行因果關系檢驗前應對序列進行協(xié)整檢驗，若二者存在協(xié)整關系，再對二者進行因果關系檢驗。由表 8和 表 9的檢驗結果可知， 國內生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關系，因此下面對 1990一 2007年 )進行格蘭杰因果關系檢驗。 10. 表 10 格蘭杰因果關系的檢驗結果 05/06/09 18:46 1990 2007 2 6 表 10 所示 : 格蘭杰原因，而 是 格蘭杰原因，所以 兩者 存在 雙向 因果 關聯(lián)性和互動關系 。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 13 (五 ) 誤差修正模型 由以上分析可知 于 協(xié)整關系，兩者之間有長期均衡關系 : 175458850 G D P 。 從長期看 ， 蘇州 外商直接投資每變化一個百分點，則 蘇州 國內生產(chǎn)總值同向變化約 然在短期內也許會失衡，若把誤 差項看作“均衡誤差”，利用這個誤差項可以把 里采用一種誤差糾正機制 (記 慮模型 : 1 G D P 18 利用表中數(shù)據(jù)，做 到如下結果 : F D G D P (3) )( 4 類似可得 ： F D F D I (4) )( 4 1 可見 :方程 (3)中 t 與方程 (4)中 t 的系數(shù)均為正數(shù)，說明從方程 (3)(4)中一階差分項系數(shù)得知 :短期內 個百分點， 分點 ;而 個百分點， 見 四 、 結論 與討論 (一 ) 模型結論 1、蘇州市 990 2007年時間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)，但二者存在長期均衡關系。 南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 14 2、蘇州市 關系 。 一方面， 蘇州 經(jīng)濟增長吸引了大量外資進入 。國內生產(chǎn)總值的增長隱含著該地區(qū)在制度、市場、基礎設施等一系列投資環(huán)境上的改善 ， 這種改善成為外商直接投資的 原動力 ； 另一方面 ， 納了大量勞動 力，提高了市場化水平，促進了 蘇州 經(jīng)濟發(fā)展 。外商直接投資企業(yè)自身進出口額不斷增加，蘇州對外貿易的比例也不斷提高 ， 推動了蘇州國內生產(chǎn)總值的增加 。 3、蘇州 市 互影響的程度具有差異性， 影響要大于 影響。這可能有兩種原因 :一是 進的滯后效應，就是說 快速增長短期內能大大吸引外資的進入。二是 利用效果不佳，短期內對經(jīng)濟增長推動力不大，高速引資過程中存在較多經(jīng)濟泡沫，有被外資利用之嫌。 (二 ) 政策建議 1. 對于協(xié)整分析的 結果分析可得 :從回歸方程的數(shù)據(jù)可以看出， 1990一 2007年江蘇省 %，帶動 這一貢獻率高于全國 平均水平， 說明 州 經(jīng)濟增長的貢獻效果是很明顯的， 對 蘇州市 經(jīng)濟發(fā)展有較大貢獻。 基于上述結果和分析，本文認為 本地 政府在制定和實施招商引資計劃時，要充分認識到 蘇州市 經(jīng)濟發(fā)展的積極作用，為其提供良好的投資環(huán)境，以最大限度地發(fā)揮 作用，應該充分利用外資企業(yè)的外溢效應，扶持大企業(yè)集團，推進 蘇州 的產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級， 加快 第三產(chǎn)業(yè)的 發(fā)展 。 借鑒現(xiàn)代服務 業(yè)集群發(fā)展模式 ， 大力促進制造業(yè)與服務業(yè)互動 ， 明確服務業(yè)招商引資的重點 ， 積極助推新興服務業(yè)的崛起。 蘇州外商直接投資與經(jīng)濟發(fā)展 存在 雙向 因果關聯(lián)性和互動關系 。 但我們也應看到近年來引入外資的弊端，如優(yōu)惠政策的“負效應”、核心技術含量低、資源短缺和環(huán)境污染等。政府應改變 引資方式 ， 以資金換市場向以技術換市場轉變。在引進資本的同時引進先進技術，帶動本地產(chǎn)業(yè)升級。項目引進上要從引進生產(chǎn)型項目向引進生產(chǎn)與服務結合型項目轉變。在發(fā)南京財經(jīng)大學本科畢業(yè)論文（設計） 15 揮原有優(yōu)勢的同時 ， 帶動本地經(jīng)濟結構的調整和完善， 促進 國內生產(chǎn)總值增 長 ，更快地促進居民收入的 增加。 步發(fā)展 ，增強自主創(chuàng)新能力，在吸收創(chuàng)新中不斷增強核心競爭力 。 加快實現(xiàn)由投資向創(chuàng)新、資源向科技、蘇州制造向蘇州創(chuàng)造 轉變 。 搭建自主創(chuàng)新平臺，營造 完善的 創(chuàng)業(yè)環(huán)境，積極探索科技自主創(chuàng)新道路。促進外資企業(yè)本土化建設。鼓勵企業(yè) 在 研發(fā)投入、促進產(chǎn)學研一體化 的進程中 開展投資、技術合作 ， 促進加工貿易轉型升級。進一步完善投資環(huán)境，引 入 跨國公司的核心技術和業(yè)務 。 堅決抵制對經(jīng)濟、社會和自然有長期負面影響的投資、